Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych

Transkrypt

1 Małgorzata Rószkiewicz * Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych Wprowadzenie Wydarzenia historyczne przełomu lat osiemdziesiątych i dziewięćdziesiątych XX w., zmieniające całkowicie warunki życia społeczno-gospodarczego, miały istotny wpływ na możliwości gromadzenia majątku przez polskie gospodarstwa domowe. Wyniki badań empirycznych prowadzonych w Instytucie Statystyki i Demografii SGH od końca 1998 r. wskazują, że wśród gospodarstw domowych, w których zabezpieczenie materialne utworzono przed 1989 r., średni wiek głowy gospodarstwa domowego w roku, w którym majątek ten utworzono był istotnie niższy, niż średni wiek głowy tych gospodarstw, które deklarowały utworzenie zabezpieczenia materialnego po 1989 r. Prawidłowość tę potwierdzają wyniki badań realizowanych kolejno w latach 1998, 2001, 2004 i W każdym z badanych lat rozbieżności te zmniejszały się na skutek odmłodzenia populacji gospodarstw deklarujących posiadanie majątku, prowadząc do zacierania się tych różnic pod koniec badanego okresu. Prawidłowość, polegająca na tym, że w okresie po 1989 r., zabezpieczenie materialne pojawiało się w gospodarstwach domowych średnio biorąc starszych niż miało to miejsce przed zmianami systemowymi, można wyjaśnić w dwojaki sposób. Po pierwsze, dokonane zmiany systemowe mogły stworzyć możliwość gromadzenia majątku w tych segmentach gospodarstw domowych, które w poprzednim systemie nie miałyby takiej możliwości. Stworzenie takiej możliwości spowodowało, że gospodarstwa te później rozpoczęły gromadzenie majątku. Ale także mogło nastąpić zjawisko polegające na odkładaniu decyzji o oszczędzaniu na rzecz bieżących potrzeb konsumpcyjnych. Zbyt niski poziom dochodów z pewnością uniemożliwia gromadzenie majątku, z kolei osiąganie relatywnie wyższych dochodów, mimo że stwarza możliwość oszczędzania, to jednak nie musi prowadzić do decyzji o oszczędzaniu, a problemy bezpieczeństwa materialnego mogą być odkładane na dalszy plan. Podstawę do tego typu postaw i zachowań stwarza rozwijający się wraz z gospodarką rynkową konsumpcyjny styl życia. Przedstawiona w artykule analiza zmienności stóp * Autorka jest pracownikiem Instytutu Statystyki i Demografii Kolegium Analiz Ekonomicznych w Szkole Głównej Handlowej w Warszawie. Artykuł wpłynął do redakcji w maju 2008 r. Zakres tych rozbieżności kształtował się między średnią wieku na poziomie 36,3 roku i 43,3 roku odnotowanych w 1998 r. (różnica największa) i 35 lat i 37,5 roku odnotowanych w 2006 r. (różnica najmniejsza).

2 64 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 oszczędzania oraz postaw wobec oszczędzania wskazuje, że w polskich gospodarstwach domowych wystąpiły obie prawidłowości. Podstawy teoretyczne Rodowód współczesnych teorii oszczędzania sięga prac Kynesa (hipoteza dochodu absolutnego [Keynes, 1956]) oraz wywodzących się z nich modeli cyklu życia [Modigliani, Brunberg, 1954], [Friedman, 1957]. Teorie te za podstawę oszczędzania przyjmują stabilność wzorca konsumpcji (hipoteza dochodu permanentnego Friedmana) oraz nieprzewidywalną wahliwość dochodu bieżącego (hipoteza cyklu życia Modiglianiego i Brumberg). Zarówno hipoteza dochodu permanentnego Friedmana jak i hipoteza cyklu życia odrzucały keynesowskie założenie o braku proporcjonalności. W hipotezie dochodu permanentnego autor zakładał stabilność w czasie preferencji konsumpcyjnych (jednostka stara się realizować stały wzorzec konsumpcji w całym cyklu życia) oraz bilansowanie do zera odchyleń bieżącego dochodu od dochodu permanentnego, co oznaczało niezależność względem siebie obu tych wielkości. Przy tych założeniach Friedman dowodził niezależności poziomu konsumpcji, a tym samym niezależności poziomu oszczędności, od zmian bieżącego dochodu i prowadziło do stwierdzenia niezależności stopy oszczędzania względem dochodu. Hipoteza cyklu życia zakładała z kolei określoną chronologię zdarzeń, podporządkowaną prawidłowości rosnącego dochodu bieżącego wraz z upływem czasu aż do osiągnięcia wieku emerytalnego, a następnie jego spadek poniżej średniej życiowej. Hipoteza ta zakłada zatem, iż w okresie aktywności ekonomicznej, gdy istnieją ku temu podstawy, konieczne jest gromadzenie oszczędności, by spłacić kredyty i pożyczki zaciągane w okresie gdy, dochód kształtował się poniżej aspiracji konsumpcyjnych oraz by wesprzeć poziom konsumpcji w okresie emerytalnym, zagrożony naturalnym dla tego okresu życia spadkiem dochodów. W fazie emerytalnej cyklu życia model normatywny nie przewidywał oszczędzania. W klasycznym modelu cyklu życia, dla przejrzystości wywodu, przyjęto upraszczające założenia dotyczące braku dziedziczenia aktywów i niepozostawiania spadku, a ponadto założenie o zerowej stopy procentowej i całkowitej pewności zarówno co do poziomu osiąganego dochodu gospodarstwa domowego, jak i o długości trwania życia jednostki, a także założenia o możliwość swobodnego zaciągania pożyczek i ich spłacania w okresie późniejszym (tzw. założenie o doskonałych rynkach kapitałowych). Tworzyło to nierealny obraz procesu zarządzania dochodem jednostki w cyklu życia. Dlatego też modyfikacje modelu przebiegały głownie w zakresie uwalniania go od tych uproszczeń, co skutkowało niekiedy rozwiązaniami całkowicie odmiennymi względem modelu podstawowego. Powstałe na gruncie tej orientacji nowoczesne teorie oszczędzania uwzględniają takie modyfikacje klasycznego modelu jak hipoteza błądzenia losowego Halla [Hall, 1978], hipoteza o nadmiernej wrażliwości konsumpcji, gdy konsumpcja reaguje na przewidywalne zmiany dochodu [Flavin, 1981] oraz o nadmiernej gładkości konsumpcji, gdy konsumpcja z kolei reaguje na nie-

3 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 65 przewidywalne zmiany dochodu [Campbell, Deaton, 1989], niepewność co do długości życia, zmienność stóp procentowych [Hall, 1988], [Summers, 1981] i ograniczenia płynności gospodarstw domowych [Deaton 1990]. Współczesne ujęcia modelu cyklu życia biorą również pod uwagę fakt, że użyteczność konsumpcji może być kształtowana przez takie czynniki, jak potrzeba posiadania zabezpieczenia finansowego chroniącego jednostki przed nieprzewidzianymi zdarzeniami (motyw przezorności będący konsekwencją uchylenia założenia o kwadratowej funkcji użyteczności [Carroll, 1992]), chęć pozostawienia spadku [Kotlikoff, Summers, 1981], postrzeganie statutu społecznego poprzez pryzmat konsumpcji (snobstwo) oraz fakt, że niektóre systemy zabezpieczeń społecznych wprost zniechęcają osoby o niskich dochodach do oszczędzania [Hubbard, Skinner, Zeldes, 1994]. Modyfikacje zbyt rygorystycznych założeń klasycznego modelu cyklu życia nie doprowadziły jednak do lepszego dopasowania teorii do obserwowanej rzeczywistości. Problemy z jakimi borykają się badacze dotyczą w pierwszej kolejności braku podstaw do uznania hipotezy o proporcjonalności, której model ten miał dowodzić. Dane empiryczne wskazują bowiem, że znaczna część oszczędności jest generowania jedynie przez wąską grupę najbogatszych jednostek. Z kolei odnotowywane podążanie konsumpcji za dochodem [Summers, Carroll, 1987] oraz kontynuowanie oszczędzania po zakończeniu aktywności zawodowej, nie dają podstaw do utrzymania tezy o wygładzaniu konsumpcji zarówno w krótkim, jak i długim okresie. Dane empiryczne nie dają również jednoznacznego potwierdzenia hipotezy o nadmiernej wrażliwości konsumpcji na przewidywalne zmiany dochodu, zaś potwierdzenie występowania motywu przezornościowego oraz gromadzenie oszczędności buforowych ma miejsce jedynie w wybranych grupach gospodarstw domowych [Browning, Lusardi, 1996]. Równolegle z rozwojem teorii ekonomicznych toczyły się prace nad rolą czynników subiektywnych w kształtowaniu zachowań ekonomicznych jednostek, w tym zachowań z zakresu oszczędzania [Warneryd, 1983]. Znaczącą rolę w rozwoju tego nurtu miały prace odnoszące się do wpływu percepcji rzeczywistości ekonomicznej na zachowania ekonomiczne [Katona, 1975]. Wyniki badań empirycznych skłoniły do uznawania subiektywnych oczekiwań konsumpcyjnych za kluczowy element kształtujący zachowania konsumpcyjne jednostek. Oczekiwania te, zdaniem autora, miały być budowane na podstawie zindywidualizowanej percepcji rzeczywistości ekonomicznej. Właśnie zróżnicowaniu tych oczekiwań przypisywał Katona rolę czynnika sprawczego obserwowanej dyspersji zachowań konsumpcyjnych i w konsekwencji oszczędzania, w homogenicznych ze względu na cechy demograficzne grupach gospodarstwach domowych. Nowe ujęcia mechanizmu tworzenia oszczędności, silnie związane z psychologią ekonomiczną, mocno akcentuje tezę, że sposób ujmowania rzeczywistości ekonomicznej jest zindywidualizowany, prowadząc do kształtowania się zależnych od okoliczności poznawczych reprezentacji zjawisk ekonomicznych. To one mogą prowadzić do różnic w kadrowaniu [Kahnemam, Tversky,

4 66 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/ ] i wycenie [Shefrin, Thaler, 1988] poszczególnych sytuacji decyzyjnych. Zasadniczą rolę odgrywa tu osobiste doświadczenie, ale również ukształtowana wiedza i doświadczenie grupy społecznej, w której funkcjonuje jednostka. W myśl tego nurtu zasada, według której jednostka dokonuje rozdziału zasobów na konsumpcję i oszczędzanie zależy od zespołu czynników, wśród których obok czynników ekonomicznych, występują równie istotne subiektywne oczekiwania ekonomiczne budowane na podstawie zindywidualizowanej percepcji rzeczywistości. Oczekiwania te zależą nie tylko od indywidualnych predyspozycji, ale również od tego jak definiuje i interpretuje zdarzenia i obiekty ekonomiczne grupa społeczna, do której jednostka należy, czyli uformowane w danym czasie tzw. społeczne reprezentacje oszczędności, oszczędzania i konsumpcji. W myśl teorii Moscovici [Moscovici, 1988], wyjaśniającej powstawanie społecznych reprezentacji zdarzeń i obiektów, przyswajana wiedza o ekonomii oraz społeczne reprezentacje zjawisk ekonomicznych nie będą miały charakteru obiektywnego i nie będą zawierać treści uniwersalnych [Niesiobędzka, 2005]. Wręcz przeciwnie, społeczne reprezentacje konsumpcji, oszczędności i oszczędzania powinny być efektem zebranych przez grupę społeczną doświadczeń, ukształtowanych wśród członków grupy przekonań i skojarzeń, które pozwalają taką wiedzę szybko przyswajać. Odmienności grup społecznych stanowią według Moscovici podłoże różnicowania się społecznych reprezentacji doświadczanych przez wszystkie grupy zdarzeń i obiektów i tym samym różnicowania się zachowań będących reakcją na te zdarzenia bądź obiekty. W myśl teorii społecznych reprezentacji, w wśród czynników oszczędzania, obok determinant postulowanych przez teorie ekonomiczne, takich jak wiek i dochód, należy również rozważać pozycję społeczną, która może różnicować społeczne reprezentacje konsumpcji, oszczędności i oszczędzania. Jeśli hipoteza ta jest prawdziwa, to odnotowywane w badaniach empirycznych odmienności wobec modelu cyklu życia, szczególnie względem uwarunkowań demograficznych, powinny być wyjaśniane przez różnice w profilach ekonomicznych i społecznych jednostek. Pozycja społeczno-ekonomiczna jednostek, warunkująca społeczne reprezentacje konsumpcji i oszczędzania, powinna zatem w kształtowaniu stopy oszczędzania wchodzić w istotne interakcje z zaawansowaniem w cyklu życia. Hipotezę tę poddano weryfikacji na podstawie dwóch badań ankietowych przeprowadzonych wśród reprezentatywnych grup polskich gospodarstw domowych w latach 2004 r. i 2006 r. 2. Przedmiotem badania była 2 Badania zrealizowano w ramach grantu Komitetu Badań Naukowych 1 H02B z 2004 r. oraz badania statutowego 03/S/0073/06. W 2004 r. badaniem objęto 1305 gospodarstw domowych zaś w 2006 r gospodarstw. Wykonania tych badań terenowych podjęła się Fundacja Centrum Badania Opinii Społecznej. W każdym z tych cykli badawczych respondentem była głowa gospodarstwa domowego, a wywiady przeprowadzano w miejscu zamieszkania respondenta. Analizę wyników przeprowadzono wykorzystując oprogramowane w pakiecie komputerowym SPSS ver W ocenie istotności wyników uwzględniono wielkość prób oraz fakt, iż w każdym cyklu badawczym zastosowano dobór próby dwustopniowy, warstwowy. Prezentowane wyniki w większości przypadków spełniają kryterium błędu względnego poniżej 15% [Zasępa, 1991, s. 42].

5 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 67 deklarowana przez głowy gospodarstw domowych stopa oszczędzania w roku, pod koniec którego zrealizowano badanie. Czynniki warunkujące zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych W celu identyfikacji czynników różnicujących deklarowaną stopę oszczędzania gospodarstw domowych zastosowano wieloczynnikową analizę wariancji uwzględniając jako czynniki główne takie podstawowe cechy społeczno-ekonomiczne jak średni miesięczny dochód na osobę w gospodarstwie domowym, poziom wykształcenia i pozycja społeczno-zawodowa głowy gospodarstwa domowego, a także zaawansowanie w cyklu życia rodziny oraz rozważono interakcję między nimi. Oczekiwano statystycznie istotnych różnic stopy oszczędzania względem faz w cyklu życia rodziny oraz względem grup dochodowych, co miało potwierdzić uwarunkowania definiowane w modelu cyklu życia. Spodziewano się również statystycznie istotnego różnicowania się stopy oszczędzania względem takich cech społecznych, jak poziom wykształcenia i pozycja społeczno-zawodowa, jeśli przyjąć, że cechy te pozwalają zidentyfikować grupy o odmiennych społecznych reprezentacjach oszczędności, oszczędzania i konsumpcji. Oczekiwano również statystycznie istotnych interakcji między tymi dwiema grupami czynników. Rozważane efekty główne okazały się statystyczne istotne w różnicowaniu stopy oszczędzania w każdym z badanych lat (p < 0,001). Zgodnie z ekonomicznym punktem widzenia gospodarstwa domowe osiągające relatywnie wyższe dochody charakteryzowały się wyższą, średnio biorąc, stopą oszczędzania. Ponadto wśród gospodarstw o wyższych dochodach zróżnicowanie stopy oszczędzania było słabsze niż wśród pozostałych, świadcząc o względnie stabilnych możliwościach oszczędzania wśród tych gospodarstw. Przy czym, o ile definiowane w teorii ekonomii dochodowe uwarunkowanie stopy oszczędzania znalazło potwierdzenie w danych empirycznych, o tyle uwarunkowania związane z cyklem życia, choć statystycznie istotne nie potwierdziły założeń teoretycznych. W każdym z badanych lat najwyższą stopą oszczędzania charakteryzowały się gospodarstwa znajdujące się w początkowej fazie cyklu życia. Zmienność ich stopy oszczędzania była też najniższa z odnotowanych. Najniższą stopą oszczędzania charakteryzowały się zaś gospodarstwa domowe osiągające fazę rodziny dojrzałej oraz, niską ale niezerową, gospodarstwa z fazy gasnącego punktu. Z kolei, biorąc pod uwagę wyróżnione cechy społeczne badanych gospodarstw, w każdym z badanych lat odnotowano wyższą stopę oszczędzania wśród gospodarstw, których głowa charakteryzowała się relatywnie wyższym poziomem wykształcenia oraz relatywnie lepszą pozycją społeczno-zawodową. Wraz z wyższą wartością średniej stopy oszczędzania w tych grupach gospodarstw odnotowywano słabsze jej zróżnicowanie. Średni poziom stopy oszczędzania w podgrupach wyróżnionych ze względu na rozważane efekty główne zestawia tablica 1.

6 68 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 Tablica 1 Średnia stopa oszczędzania oraz jej zróżnicowanie mierzone współczynnikiem zmienności, według średniego miesięcznego dochodu na 1 osobę w gospodarstwie domowym, poziomu wykształcenia głowy gospodarstwa, pozycji społeczno zawodowej oraz fazy w cyklu życia rodziny w latach 2004 i 2006 wraz z oceną istotności różnic między średnimi według procedury ANOVA Efekt główny Średnia (w %) Zmienność (w %) Średnia (w %) Zmienność (w %) Średni dochód na 1 osobę F = 45,155 p < 0,001 F = 101,516 p < 0,001 do 500 zł 1,45 380,33 1,47 470,59 500,1 zł 1000 zł 3,50 209,25 3,42 214,95 powyżej 1000 zł 6,36 191,43 10,49 122,15 Poziom wykształcenia głowy gospodarstwa domowego F = 54,132 p < 0,001 F = 17,031 p < 0,001 niepełne podstawowe niepełne średnie 1,68 301,14 2,19 286,64 średnie i pomaturalne 4,63 201,86 5,01 197,82 niepełne wyższe i wyższe 9,45 156,42 9,05 131,74 Pozycja społeczno-zawodowa głowy gospodarstwa domowego F = 11,008 p < 0,001 F = 9,946 p < 0,001 kadra kierownicza i samodzielni specjaliści 12,07 146,03 10,53 117,86 pracownicy 3,54 200,56 3,82 199,05 rolnicy 1,18 298,71 1,36 267,31 pracujący na rachunek własny 9,50 165,95 9,03 150,88 niezarobkowe źródło utrzymania 1,40 311,54 3,17 309,59 emeryci 3,58 233,00 2,87 268,11 Faza w cyklu życia rodziny F = 6,492 p < 0,001 F = 7,523 p < 0,001 brak rodziny lub jej formowanie się 9,14 169,61 8,73 155,02 młoda rodzina 4,51 215,05 4,37 185,95 rodzina dojrzała 2,69 211,25 3,35 253,63 puste gniazdo 1 4,34 241,90 4,11 204,49 gasnący punkt 2,77 247,21 2,69 268,50 ogółem 3,91 235,17 4,18 214,69 Źródło: opracowanie własne Podjęta próba rozstrzygnięcia, jaką rolę w kształtowaniu stopy oszczędzania odgrywają interakcje czynników demograficznych (zaawansowanie w cyklu życia) z pozycją społeczno-ekonomiczną gospodarstwa domowego, traktowaną jak główne podłoże potencjalnych odmienności w społecznych reprezentacjach oszczędności i oszczędzania, nie dała jednoznacznych rozstrzygnięć. Procedura wieloczynnikowej analizy wariancji potwierdziła istotność interakcji dochodu z zaawansowaniem w cyklu życia w obu cyklach badawczych (odpowiedni p < 0,001 dla danych z 2004 r. i p = 0,002 dla danych z 2006 r.), ale już jej brak lub niejednoznaczność wyników uzyskano dla interakcji zaawansowania w cyklu życia z poziomem wykształcenia (odpowiednio p = 0,348 dla danych z 2004 r.

7 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 69 i p = 0,48 dla danych z 2006 r.), pozycją społeczno-zawodową (odpowiednio p = 0,707 dla danych z 2004 r. i p = 0,019 dla danych z 2006 r.), a także gdy rozważano trzy 3 lub cztery 4 czynniki jednocześnie. Rezultaty uzyskane dla interakcji wyższych rzędów po części były konsekwencją występujących zbyt małych liczebności analizowanych podgrup. Dlatego też, by rozstrzygnąć występowanie bądź brak efektu interakcji wyższych rzędów oraz ominąć problem zbyt małej liczby obserwacji w diagnozowaniu wpływu tych interakcji na zmienność stopy oszczędzania, skonstruowano kategorię agregującą poziom dochodu, poziom wykształcenia i pozycję społeczno-zawodową głowy gospodarstwa domowego w jeden wymiar, któremu nadano interpretację statusu społeczno-ekonomicznego badanych gospodarstw 5. Do skonstruowania jednowymiarowej zmiennej integrującej wyróżnione cechy społeczno-ekonomiczne i kwantyfikującej status gospodarstwa domowego skłoniły również występujące zależności miedzy wykształceniem, pozycją społeczno-zawodową głowy gospodarstwa domowego i osiąganymi dochodami. Skonstruowana w procedurze analizy korespondencji zmienna opisująca status gospodarstwa domowego charakteryzowała się dostateczną jakością i posiadała dobre własności w diagnozowaniu tego statusu 6. Wyniki obu badań ujawniły, że grupy identyfikowane poprzez tak zdefiniowany status posiadały odmienne społeczne reprezentacje oszczędności, oszczędzania i konsumpcji. W identyfikacji postaw wobec oszczędzania poddano bowiem ocenie przekonania respondentów co do potencjalnych przyczyn tego typu zachowań i zbadano zróżnicowanie tych opinii względem zamiennej opisującej status. Ocenie poddano takie motywy oszczędzania, jak: zapewnienie możliwości uzupełniania chwilowych braków pieniędzy na codzienne potrzeby, zapewnienie zapasu, który umożliwi sfinansowanie poważnych zakupów i inwestycji rodziny, zapewnienie zapasu, który umożliwi sfinansowanie niespodziewanych wydatków, 3 Dla interakcji poziomu dochodu, pozycji społeczno-zawodowej i fazy w cyklu życia rodziny p = 0,123 dla danych z 2004 r. i p = 0,004 dla danych z 2006 r. oraz dla interakcji poziomu wykształcenia, pozycji społeczno-zawodowej oraz fazy w cyklu życia rodziny p = 0,004 dla danych z 2004 r. i p < 0,001 dla danych z 2006 r. 4 Dla interakcji poziomu dochodu, poziomu wykształcenia, pozycji społeczno-zawodowej oraz fazy w cyklu życia rodziny p = 0,206 dla danych z 2004 r. oraz p = 0,12 dla danych z 2006 r. 5 Przyjęto zasady konstrukcji zmiennej skalującej status według podejścia zaproponowanego przez Górniaka [Górniak, 2000, s ]. 6 Współczynnik inercji przyjął wartość odpowiednio 58,8% dla danych z 2004 r. oraz 65% dla danych z 2006 r. W obu badanych latach odnotowano wyższe wartości średnie zmiennej skalującej status w grupach gospodarstw domowych o relatywnie wyższym średnim miesięcznym dochodzie na osobę oraz o wyższym poziomie wykształcenia głowy gospodarstwa domowego, a także w takich grupach gospodarstw, których głowa pełni funkcje kierownicze, jest samodzielnym specjalistą lub utrzymuje się z pracy na rachunek własny.

8 70 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 zapewnienie zapasu, który zabezpieczy przyszłość najbliższych, zapewnienie zapasu, który umożliwi sfinansowanie potrzeb w okresie starości, poddawanie się naturalnej skłonności, która leży w naturze ludzkiej, wyznawanie zasady głoszącej, iż nie można ulegać wszystkim zachciankom i z zasady należy ograniczać swoje bieżące potrzeby. Ograniczenie się do powyższej listy potencjalnych motywów oszczędzania było podyktowane jej zbieżnością z powszechnie akceptowaną listą motywów zdefiniowaną w literaturze tematu [Browning, Lusardi, 1996]. W literaturze zakłada się również występowanie tendencji do koncentrowania się poglądów na temat oszczędzania wokół trzech kategorii: ostrożności, przezorności wynikającej z cyklu życia oraz wstrzemięźliwości. Takie przekonania zostały sformułowane zarówno w hipotezie cyklu życia Modgilianiego i Brumberg, wyrażał je również w swych pracach Katona, a także w behawioralnej hipotezie cyklu życia Thaler i Shefrin. Analiza korelacji zmiennych opisujących poglądy badanych gospodarstw wobec powyższych kwestii ujawniła współwystępowanie opinii, mogące świadczyć o występowaniu sugerowanej koncentracji postaw. Zastosowana procedura analizy czynnikowej potwierdziła zaś, iż wśród polskich gospodarstw domowych koncentracja ta ma postać opisaną w literaturze tematu i gospodarstwa objęte badaniami postrzegają oszczędzanie przez pryzmat ostrożności, identyfikowanej przez pierwsze trzy z powyższej listy motywy oszczędzania, cyklu życia, identyfikowanego przez kolejne dwa motywy oszczędzania oraz wstrzemięźliwości, identyfikowaną przez ostatnie dwa z tej listy 7. By ocenić, na ile postawy wobec oszczędzania różnicują się względem statusu społeczno-ekonomicznego, zastosowano procedurę k-średnich wyodrębniając grupy gospodarstw domowych podobnych ze względu na wyrażane postawy oraz status. Wyodrębniono cztery 8 odmienne grupy gospodarstw domowych. Odmienności w wartościach średnie zmiennych skalujących trzy wyodrębnione postawy wobec oszczędzania oraz status w utworzonych podgrupach gospodarstw domowych prezentują dane zestawione na rysunku 1. 7 W ocenie adekwatności prób z kolejnych cykli badawczych do założeń tej metody, mierzonej statystyką Kaisera-Maylera-Olkina, uzyskano w każdym z badanych lat satysfakcjonujący poziom powyżej wymaganej wartości 0,5 (0,791 w 2004 r. oraz 0,824 w 2006 r.). W każdym z badanych lat wariancje pierwszych trzech zmiennych czynnikowych odtworzyły co najmniej 70% wariancji zmiennych opisujących opinie respondentów wobec szczegółowych motywy oszczędzania. Przeprowadzona rotacja typu Varimax nie zmieniła struktury zależności miedzy wyróżnionymi motywami oraz trzema pierwszymi czynnikami. Jednakże rotacja ta zwiększyła polaryzację wartości ładunków, co za każdym razem dało rozwiązanie bardziej jednoznaczne względem rozwiązania początkowego. 8 Wybór liczby skupień był arbitralny, podyktowany w dużej mierze koniecznością uzyskania podgrup o wystarczających rozmiarach.

9 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 71 Rysunek 1. Zróżnicowanie postaw wobec oszczędzania w grupach o odmiennej pozycji społeczno-ekonomicznej 2,5 2 1,5 1 0,5 0-0,5-1 -1, ostrożność 2004 motyw cyklu życia 2004 wstrzemięźliwość 2004 status ,5 2 1,5 1 0,5 0-0,5-1 -1, ostrożność 2006 motyw cyklu życia 2006 wstrzemięźliwość 2006 status 2006 Źródło: opracowanie własne Przedstawione na rysunku 1 wyniki ilustrują następujące prawidłowości w różnicowaniu się postaw wobec oszczędzania względem statusu społeczno- ekonomicznego gospodarstw domowych odnotowane w obu badanych okresach: relatywnie niski status sprzyjał wszystkim trzem postawom wobec oszczędzania, tj. ostrożności, wstrzemięźliwości oraz motywowi cyklu życia (pierwsza z wyróżnionych podgrup gospodarstw domowych), wzrost statusu społeczno-ekonomicznego prowadził w pierwszej kolejności do odrzucania postaw ostrożnych, ale również, chociaż w mniejszym stopniu, postaw wstrzemięźliwych (druga z wyróżnionych podgrup). Przy czym grupa gospodarstw domowych o najwyższym statusie m (czwarta z wyróżnionych podgrup) pod względem odrzucania postaw ostrożnych okazała się mniej radykalna niż grupa o statusie na poziomie umiarkowanym (trzecia z wyróżnionych podgrup), zaś bardziej radykalna pod względem odrzucania postaw wstrzemięźliwych, motyw cyklu życia w największym stopniu ujawniał się wśród gospodarstw o umiarkowanym statusie m (trzecia z wyróżnionych podgrup),

10 72 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 w grupie gospodarstw domowych o umiarkowanym (grupa trzecia) i najwyższym statusie m (grupa czwarta) motyw cyklu życia był jedynym motywem oszczędzania, wobec którego ujawniły się postawy pozytywne. Różnice te okazały się statystycznie istotne (p 0,01) 9. Uzyskane rezultaty pozwoliły zatem uznać, że wśród polskich gospodarstw domowych występują grupy społeczne o odmiennych społecznych reprezentacjach oszczędności, oszczędzania i konsumpcji, które mogą być identyfikowane poprzez status. Struktura zależności stopy oszczędzania względem zaawansowania w cyklu życia oraz statusu społeczno-ekonomicznego badanych gospodarstw W podjętej analizie wpływy interakcji statusu społeczno-ekonomicznego i czynników demograficznych na stopę oszczędzania za wskaźnik uwarunkowań demograficznych, związanych z upływem czasu i odnoszący się do zawansowania w cyklu życia, przyjęto wiek głowy gospodarstwa domowego. Wartości współczynnika korelacji Pearsona dla stopy oszczędzania oraz wyróżnionych jej dwóch głównych determinant w kolejnych cyklach badawczych, uwzględniając zarówno korelację prostą, jak i cząstkową, zestawia tablica 2. Tablica 2 Wartości współczynnika korelacji Pearsona dla stopy oszczędzania oraz wieku głowy gospodarstwa domowego i pozycji społeczno-ekonomicznej Zmienna niezależna Wiek głowy gospodarstwa domowego Wsp. korelacji Krytyczna istotność Wsp. korelacji Krytyczna istotność Korelacja prosta -0,110 0,000-0,132 0,000 Korelacja cząstkowa -0,120 0,000-0,042 0,132 Pozycja społeczno-ekonomiczna Korelacja prosta 0,350 0,000 0,327 0,000 Korelacja cząstkowa 0,353 0,000 0,304 0,000 Źródło: opracowanie własne Wyniki przedstawione w tablicy 2 poddają pod wątpliwość zasadność analizy wrażliwości stopy oszczędzania pod wpływem wieku głowy gospodarstwa domowego. Zarówno wartości korelacji prostej, jak i cząstkowej, przy wyelimi- 9 Zastosowano test Kruskala-Wallisa ze względu na heterogeniczność wariancji badanych zmiennych w wyróżnionych segmentach.

11 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 73 nowaniu oddziaływania statusu społeczno-ekonomicznego, okazały się bardzo niskie. Wyniki te wydają się sprzeczne ze wskazaniami wynikającymi z procedury analizy wariancji. Dlatego też, by wyjaśnić na czym opierała się istotność interakcji tych cech w kształtowaniu stopy oszczędzania, w modelowaniu zależności stopy oszczędzania względem statusu społeczno-ekonomicznego oraz wieku głowy gospodarstwa domowego poddano ocenie tezę, iż oddziaływanie tych determinant ma charakter hierarchiczny. W pierwszej kolejności założono, iż oddziaływanie pozycji społeczno-ekonomicznej na stopę oszczędzania ulega modyfikacji w zależności od wieku głowy gospodarstwa domowego. Jeśli hipoteza ta byłaby prawdziwa w przypadku polskich gospodarstw domowych objętych badaniami, to zebrane dane odnoszące się do deklarowanej stopy oszczędzania powinny posiadać strukturę hierarchiczną względem wieku głowy gospodarstwa domowego. Jako sprawdzian tej hipotezy przyjęto stopień korelacji międzyklasowej, gdzie za zmienną grupującą uznano wiek głowy gospodarstwa domowego, weryfikując czy jest on moderatorem wrażliwości stopy oszczędzania względem statusu społeczno ekonomicznego. Uzyskane wyniki estymacji współczynnika korelacji międzyklasowej oszacowane dla stopy oszczędzania przy założeniu, że klasy wyznacza wiek głowy gospodarstwa domowego nie potwierdziły tej hipotezy. W każdym z badanych lat oceny wariancji międzyklasowej, będące podstawą szacowania wartości tego współczynnika okazały się nieistotne lub kształtowały się na granicy istotności, zaś wartość tego współczynnika nie przekroczyła 0,1. Ponadto wartości średnie stopy oszczędzania, szacowane przy założeniu hierarchicznej struktury danych (odpowiadają one wartościom wyrazu wolnego w procedurze estymacji) nie różniły się od wartości szacowanych przy założeniu, że struktury takiej nie ma. W drugiej kolejności założono, iż reguły określone w hipotezie cyklu życia ulegają modyfikacji w wyniku różnicowania się społecznych reprezentacji oszczędności i oszczędzania względem statusu społeczno-ekonomicznego. Weryfikacji poddano zatem tezę, iż oddziaływanie wieku, opisane hipotezą cyklu życia, ulega modyfikacji w zależności od statusu społeczno-ekonomicznego głowy gospodarstwa domowego. Uznano zatem, że status ten pełni rolę moderatora zależności stopy oszczędzania względem wieku głowy gospodarstwa domowego. Hipotezę o takiej strukturze zależności obu rozważanych determinant potwierdziła istotność wariancji międzyklasowej stopy oszczędzania oraz oszacowane na jej podstawie wartości współczynnika korelacji miedzyklasowej, przy założeniu, że klasy wyznacza status głowy gospodarstwa domowego. Oszacowane wartości tego współczynnika w procedurze tzw. modelu zerowego regresji wielopoziomowej dla kolejnych cykli badawczych zestawia tablica 3. Wyraz wolny w każdym z oszacowanych modeli wyraża średnią stopę oszczędzania (w %). Jego wartości kształtują się na nieco wyższym poziomie niż wyniknęło to z tradycyjnego rachunku średniej (por. tablica 1). Różnica ta jest wynikiem uwzględnienia hierarchicznej struktury danych wyjściowych.

12 74 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 Tablica 3 Wyniki estymacji współczynnika korelacji międzyklasowej w modelu zerowym procedury regresji wielopoziomowej dla stopy oszczędzania względem pozycji społeczno-ekonomicznej głowy gospodarstwa domowego Efekt Współczynnik dla efektu stałego lub wariancja dla efektu losowego 2004 r. Błąd standardowy Krytyczny poziom istotności Wyraz wolny 5, , ,000 Wariancja na poziomie gospodarstwa domowego Wariacja na poziomie grupy wyznaczonej statusem m Niedopasowanie modelu zerowego: -2ln L = 9638,911 Współczynnik korelacji międzygrupowej 0, r. 66, , ,000 34, , ,000 Wyraz wolny 4, , ,000 Wariancja na poziomie gospodarstwa domowego Wariacja na poziomie grupy wyznaczonej statusem m Niedopasowanie modelu zerowego: -2ln L = 9635,546 Współczynnik korelacji międzygrupowej 0,316 Źródło: opracowanie własne 57, , ,000 26, , ,000 W modelowaniu zależności stopy oszczędzania względem statusu społeczno ekonomicznego i wieku głowy gospodarstwa domowego, przy założeniu, że status ten jest zmienną oddziałującą na stopę oszczędzania na poziomie grupy gospodarstw domowych, zaś wiek jest zmienną oddziałującą na tę stopę na poziomie jednostkowym, czyli na poziomie indywidualnego gospodarstwa domowego, satysfakcjonujące rozwiązania uzyskano dla danych z obu cykli badawczych. Najwyższe dopasowanie do danych empirycznych i istotne oceny parametrów uzyskano w formule modelu dwupoziomowego z losowym wyrazem wolnym i losowym współczynnikiem regresji, przy założeniu skorelowania współczynnika regresji z wyrazem wolnym. Oznacza to, że w tych latach status głowy gospodarstwa domowego miał nie tylko wpływ na poziom stopy oszczędzania, ale również na jej wrażliwość względem wieku głowy gospodarstwa. W szacowanym modelu efekty losowe opisywane są przez zmienne, co do których przyjmuje się, że ich wartość średnia wynosi 0, a ich odchylenia standardowe opisywane są przez przeciętne odchylenia parametrów modelu (błędy standardowe) w zależności od przynależności do klasy definiowanej przez status. Można zatem wyznaczyć podstawowe modele regresji opisujące zależność stopy oszczędzania względem wieku głowy gospodarstwa

13 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 75 domowego przy zadanej zmienności statusu społeczno-ekonomicznego głowy gospodarstwa. Podstawą wyznaczenia tych klas były kolejne krotności odchyleń standardowych wyznaczające granice dla typowych (± 1 odchylenie standardowe), umiarkowanie niskich i umiarkowanie wysokich (± 2 odchylenie standardowe) oraz najniższych i najwyższych (±3 odchylenie standardowe) wartości zmiennej opisującej status. Parametry tych modeli zestawia tablica 4. Oszacowane parametry modeli regresji stopy oszczędzania względem wieku głowy gospodarstwa domowego przy uwzględnieniu moderowania tej zależności przez status głowy gospodarstwa Graniczne wartości zmiennej opisującej status głowy gospodarstwa domowego: Wyraz wolny Współczynnik regresji Wyraz wolny Tablica 4 Współczynnik regresji najniższe (-3 odchyl. stand.) -11,412 0,199-7,348 0,129 umiarkowanie niskie (-2 odchyl. stand.) -5,951 0,104-3,420 0,060 typowe niższe (-1 odchyl. stand.) -0,490 0,009 0,508-0,009 typowe wyższe (1 odchyl. stand.) 10,433-0,182 8,363-0,147 umiarkowanie wysokie (2 odchyl. stand.) 15,894-0,278 12,291-0,215 najwyższe (3 odchyl. stand.) 21,355-0,373 16,218-0,284 Źródło: opracowanie własne Oceny współczynników modeli regresji uzyskane dla danych z lat 2004 i 2006 wskazują, że w tych latach status głowy gospodarstwa domowego określał nie tylko poziom stopy oszczędzania, ale również siłę oddziaływania wieku głowy gospodarstwa na poziom tej stopy, a także kierunek tej zależności. Wśród gospodarstw domowych o relatywnie niskim statusie m wiek okazał się stymulantą stóp oszczędzania. Przy czym wzrost wieku głowy gospodarstwa domowego tym silniej stymulował stopę oszczędzania im niższy był status głowy gospodarstwa. Oznacza to, że wśród gospodarstw domowych o relatywnie niższym statusie m horyzont czasowy konsumpcji wydłużał się wraz z wiekiem tym silniej im niższy był to status. Z kolei wśród gospodarstw domowych o relatywnie wyższym statusie społecznym w obu latach 2004 i 2006, relacje ta przyjęła odwrotną postać. Im wyższy był status głowy gospodarstwa tym silniejszą destymulantą stopy oszczędzania okazywał się wiek głowy gospodarstwa domowego. W tym wypadku, wzrost wieku głowy gospodarstwa tym silniej ograniczał stopę oszczędzania im wyższy był status gospodarstwa. Wśród gospodarstw o relatywnie wyższym statusie m tym bardziej skracał się horyzont czasowy konsumpcji im starsza wiekiem była głowa gospodarstwa. Przy czym skracanie tego horyzontu było potęgowane wzrostem statusu społeczno-ekonomicznego.

14 76 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 Oszacowane modele stopy oszczędzania względem wieku wykreślono na rysunku 2. Wytyczone na podstawie danych empirycznych trajektorie wskazują, że im w młodszym wieku głowy gospodarstwa domowego osiąga ono wyższy status tym wyższą stopę oszczędzania realizuje. Im szanse na awans są mniejsze wraz z wiekiem tym niższa stopa oszczędzania może być realizowana w późniejszym okresie. Zachowania wobec oszczędzania ulegają bowiem dostosowaniu do wzorca wyznaczonego przez właściwe nowej grupie społecznej reprezentacje oszczędności, oszczędzania i konsumpcji. Uzyskane rozwiązania pozwalają wykreślić obecną ścieżkę oszczędzania polskich gospodarstw domowych, przy założeniu pełnego zakresu awansu społeczno-ekonomicznego, tzn. od grupy o najniższym statusie do grupy o statusie najwyższym oraz ścieżkę przy założeniu, że np. w okresie emerytalnym następuje odwrócenie kierunku awansu społecznego, czyli gdy następuje pogorszenie statusu gospodarstwa. Te dwa przykładowe przebiegi ścieżek oszczędzania polskich gospodarstw domowych ilustruje rysunek 3. Rysunek 2. Regresje stopy oszczędzania względem wieku głowy gospodarstwa domowego przy różnym statusie m gospodarstwa w całym cyklu życia najniższy status (-3 odchyl. stand.) 2004 umiarkowanie niski status (-2 odchyl. stand.) 2004 typowy niższy status (-1 odchyl. stand.) 2004 typowy wyższy status (1 odchyl. stand.) 2004 umiarkowanie wysoki status (2 odchyl. stand.) 2004 najwyższy status (3 odchyl. stand.) 2004

15 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych najniższy status (-3 odchyl. stand.) 2006 umiarkowanie niski status (-2 odchyl. stand.) 2006 typowy niższy status (-1 odchyl. stand.) 2006 typowy wyższy status (1 odchyl. stand.) 2006 umiarkowanie wysoki status (2 odchyl. stand.) 2006 najwyższy status (3 odchyl. stand.) 2006 Źródło: opracowanie własne Rysunek 3. Ścieżka oszczędzania polskich gospodarstw domowych w przekroju cyklu życia i statusu społeczno-ekonomicznego ścieżka oszczędzania przy awansie m ścieżka oszczędzania przy spadku pozycji społeczno-ekonomicznej Źródło: opracowanie własne

16 78 GOSPODARKA NARODOWA Nr 7-8/2008 Zakończenie Uzyskane wyniki rzucają światło na mechanizm, w rezultacie którego dochodzi do różnicowania się stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych niezależnie od uwarunkowań zdefiniowanych w ekonomicznych teoriach oszczędzania. Różnicowaniu temu przypisane jest wyjaśnienie pozwalające zredukować obszar nieprzewidywalności stopy oszczędzania. Wskazanym w artykule czynnikiem sprawczym różnicowania się stopy oszczędzania i tym samym słabej zbieżności danych empirycznych i modeli cyklu życia, są właściwe różnym grupom społecznym społeczne reprezentacje oszczędności, oszczędzania i konsumpcji. Na podstawie badań empirycznych stwierdzono, że polskie gospodarstwa domowe o różnym statusie m charakteryzują się odmiennymi postawami wobec oszczędności i oszczędzania, co daje podstawy do twierdzenia, że ze statusem tym wiążą się odmienne społeczne reprezentacje oszczędności i oszczędzania. Wykazano, że wśród polskich gospodarstw domowych status jest moderatorem zależności stopy oszczędzania względem zaawansowania w cyklu życia. Oddziaływanie statusu społeczno-ekonomicznego na zdefiniowaną w modelu cyklu życia zależność polega na tym, że wśród gospodarstw domowych o relatywnie niższym statusie horyzont czasowy konsumpcji wydłużał się wraz z wiekiem tym silniej im niższy był to status. Z kolei wśród gospodarstw domowych o relatywnie wyższym statusie społecznym relacja ta przyjęła odwrotną postać. Im wyższy był status głowy gospodarstwa tym silniejszą destymulantą stopy oszczędzania okazywał się wiek głowy gospodarstwa domowego. W tym wypadku, wzrost wieku głowy gospodarstwa tym silniej skracał horyzont czasowy konsumpcji im wyższy był status głowy gospodarstwa. Bibliografia Browning M., Lusardi A., [1996], Household Saving: Micro Theories and Micro Facts, Journal of Economic Literature, Vol. XXXIV, s Carroll Ch.D., [1992], The Buffer Stock Theory of Saving: Some Macroeconomic Evidence, Brooking Papers of Economic Activity, Vol. 2, s Campbell J.Y., Deaton A., [July, 1989], Why is Consumption So Smooth?, The Review of Economic Studies, Vol. 56, No. 3. Deaton A., [1990], Understanding Consumption, Oxford, Clarendon Press. Flavin M.A., [October, 1981], The Adjustment of Consumption to Changing Expectation About Future Income, Journal of Political Economy, Vol. 89 (5), s Friedman M., [1957], A Theory of Consumption Function, Princeton, Princeton University Press. Górniak J., [2000], My i nasze pieniądze, Aureus, Kraków. Hall R.E., [1978], Stochastic Implication of Life Cycle Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence, Journal of Political Economy, Vol. 86, s Hall R.E., [1988], Intertemporal Substitution in Consumption, Journal of Political Economy, Vol. 996 (2), s Hubbard R.G., Skinner J., Zeldes S.P., [1994], The Importance of Precautionary Motives in Explaining Individual and Aggregate Saving, NBER Working Papers 4516, National Bureau of Economic Research, Inc.

17 Małgorzata Rószkiewicz, Zmienność stopy oszczędzania polskich gospodarstw domowych 79 Katona G., [1975], Psychological Economics, Elsewier, New York. Keynes J.M., [1956], Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieniądza, PWN, Warszawa. Kahneman D., Tversky A., [1979], Prospect Theory: An Analysis of Decision Under Risk, Economietrica, Vol. 47, No. 2. Kotlikoff L.J., Summers, L.H. [1981], The Role of Intergenerational Transfers in Aggregate Capital Accumulation, Journal of Political Economy, Vol. 89, s Modgiliani F., Brumberg R., [1954], Utility Analysis and the Consumption Function: An Interpretation of the Cross-Section Data, [in:] (eds.) Kenneth Kurihara Post-Keynesian Economics. New Brunswick, NJ: Rutgers U. Press, s Moscovici S., [1988], Notes towards a description of social representation, European Journal of Social Psychology, No. 8. Niesiobędzka M., [2005], Reprezentacje społeczne zjawisk ekonomicznych, Trans Humana, Białystok. Shefrin H.M., Thaler R.H., [October, 1988], The behavioral life-cycle hypothesis, Economic Inquiry, Vol. XXVI, s Summers L.H., [1981], Capital Taxation and Accumulation in a Life-Cycle Growth Model, American Economic Review, 71. Summers L.H., Carroll C., Why is U.S. National Saving so Low, Brookings Papers on Economic Activity, No 2. Warneryd K.-E., [1983], The Saving Behavior of Households, Katholieke Hoge-School, Tilburg. Zasępa, R., [1991], Zarys metody reprezentacyjnej, seria: Biblioteka Wiadomości Statystycznych, t. 39, GUS, Warszawa. FACTORS INFLUENCING PRIVATE SAVING RATES IN POLAND S u m m a r y The paper examines the relationship between the socioeconomic status and age of savers and saving rates. The analysis is based on the results of two empirical studies carried out in 2004 and 2006 by direct interview method on random samples of 1,305 and 1,320 households respectively. The results of the studies show that the socioeconomic status of savers is a major factor that influences private saving rates. Rószkiewicz has discovered two conflicting trends. In one trend, households with a relatively low socioeconomic status tend to become increasingly big spenders with age. The trend is the stronger the lower is the status of the household head. In another trend, households with a relatively high social status tend to limit consumption with time. This trend increases with the socioeconomic status of the household head. Keywords: saving rate, households, socioeconomic status, consumption